【摘要】本文通過對中國政府財政支出與GDP之間進行協(xié)整分析，并在此基礎上建立了誤差修正模型，檢驗分析了中國股票市場與房地產(chǎn)市場之間的長期和短期關系。我們看到：我國的財政支出與GDP都具有非平穩(wěn)性的特征，但它們卻具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

【關鍵詞】財政支出 ?GDP ?協(xié)整關系 ?誤差修正模型

一、建立誤差修正模型

（一）數(shù)據(jù)的處理

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1990年～2012年）和《中國財政年鑒》（1990年～2012年），樣本數(shù)據(jù)為1990～2010年的年度數(shù)據(jù)，所收集的財政支出（CZZC）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)均為當年價格。

首先，考慮消除價格變化對數(shù)據(jù)的影響，這時候通常是通過將數(shù)據(jù)除以相應年份的CPI指數(shù)來實現(xiàn)。通過分析可以發(fā)現(xiàn)二者存在一些明顯的變化趨勢，這說明它不是一個平穩(wěn)序列，下面通過ADF單位根檢驗來精確檢驗序列的不平穩(wěn)性。利用eviews6.0檢驗后，結果如表1所示：

表1 GDP與政府財政支出對數(shù)的單位根檢驗

考慮不平穩(wěn)序列不能用來直接建模，所以用經(jīng)濟序列建立模型前應對某些變量取對數(shù)，這樣可以得到線性的趨勢項而且可以消除異方差，于是我們可以對第一步處理后得到的數(shù)據(jù)進行對數(shù)化后同樣使用單位根檢驗來檢驗其平穩(wěn)性。

如果兩個非平穩(wěn)時間序列都是同階單整序列，我們就認為這些時間序列滿足了進行協(xié)整分析的條件。所以，為了驗證對數(shù)化后的時間序列變量是否滿足協(xié)整分析的前提，應再次對對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，若不平穩(wěn)，再考慮對它進行差分，然后進行單位根檢驗，直至序列成為平穩(wěn)序列為止。最后，在平穩(wěn)序列的基礎上進行建模。

利用eviews6.0軟件再次進行ADF檢驗，結果如表2所示：

表2 國家GDP對數(shù)與政府財政支出對數(shù)的單位根檢驗

從表2中可以看出，對數(shù)化后的序列l(wèi)og（gdp）和log（czzc）的統(tǒng)計檢驗量均大于顯著水平10%、5%、1%的臨界值，因此不能拒絕原假設，認為這兩個時間序列存在單位根，是不平穩(wěn)的。即不能從這里得出這些變量的關系是協(xié)整的，故也不能證明它們之間存在長期穩(wěn)定的比例關系，因此必須再對每個變量的一階差分進行單位根檢驗。在對原始序列進行一階差分后可以看出，Δlog（gdp）、Δlog（czzc）的檢驗統(tǒng)計量均小于1%的臨界值，說明在99%的置信水平下拒絕原假設，認為序列Δlog（gdp）、Δlog（czzc）不存在單位根，是一階平穩(wěn)的，即I（1）。

（二）協(xié)整分析

1.協(xié)整檢驗。從上面的分析可以看出，上述兩變量時間序列都是單整序列，且都是一階單整序列，滿足協(xié)整分析的前提條件。關于協(xié)整分析，目前有許多的技術模型，本文選取EG兩步法作分析。

首先，通過建立如下回歸方程，對方程的左右兩端尋求平穩(wěn)性，即使殘差序列為I（0）序列：

Δlog（czzc）=α+βΔlog（gdp）+μt，μt代表殘差序列（2.1）

用OLS估計法可得到的模型參數(shù)估計值，方程改寫為：

Δlog（czzc）=0.155625+0.084180Δlog（gdp）

t=（10.37196）（1.242548） （2.2）

R2=0.078998 D.W=0.877396

在該方程中，0.084180為GDP彈性，表示國家GDP每增加1%時，會使得政府財政支出增加0.084180%。

將（2.1）和（2.2）相比較可得，有關殘差序列公式為：

t=Δlog（czzc）-0.084180Δlog（czzc）-0.155625 （2.3）

根據(jù)EG兩步法，現(xiàn)已完成了第一步的分析。接下來進行第二步，根據(jù)上述結果，已得到了殘差序列{t}，繼續(xù)對殘差序列進行ADF單位根檢驗，以此方法驗證殘差序列的平穩(wěn)性。結果如圖1：

圖1 ADF單位根檢驗

檢驗結果表明，殘差序列在5%的顯著水平下拒絕存在單位根假設，因此，可以確定殘差序列為平穩(wěn)序列，即為I（0）序列。

根據(jù)理論中對EG兩步法的論述，若殘差序列平穩(wěn)，則原始序列間存在協(xié)整關系，若殘差序列非平穩(wěn)，則原始序列不存在協(xié)整關系。而上述結果表明，國家GDP與政府財政支出之間是存在協(xié)整關系的。其協(xié)整向量為（1，-0.084180），GDP與政府財政支出之間存在著長期線性均衡關系。

2.誤差修正模型的建立。通過上述協(xié)整分析，得到了兩個變量間的長期均衡關系，但如果要知道它們之間的短期動態(tài)均衡關系，即這些變量偏離它們共同的隨機趨勢時的調(diào)整速度，則必須通過建立誤差修正模型來解決。誤差修正模型是指根據(jù)協(xié)整分析得到的變量之間的協(xié)整關系中的殘差序列，確定誤差修正項，將誤差修正項看作一個解釋變量，連同其他的反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型。

利用OLS估計法的得到下列方程：

Δ2log（czzc）=0.030517Δ2log（gdp）-0.356986*ecmt-1+0.182691

t=（3.105873）（4.587864）（13.60233）

R2=0.073261D.W=1.314053

在上述的誤差修正模型中，誤差修正項反應了短期波動的影響。GDP對財政支出規(guī)模的短期影響可以分為兩部分：一部分為短期價格波動的影響，即當財政支出上升了1%時，會引起GDP的0.030517%的變動。另一部分為偏離長期均衡的影響，即誤差修正項的影響。誤差修正項ecmt的系數(shù)大小反映了短期的波動對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計值（-0.356986）來看，發(fā)現(xiàn)系數(shù)估計值大于零，即符合反方向調(diào)節(jié)機制。當短期波動偏離長期均衡時，將以0.356986的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

二、結論

就長期而言，我國的財政支出與GDP之間具有統(tǒng)計上的高度相關性。短期內(nèi)我國的財政支出與GDP之間具有動態(tài)調(diào)整機制，非均衡誤差項的存在，能夠保證財政支出與GDP之間長期均衡關系的自動實現(xiàn)。

從短期關系來看，GDP與財政支出規(guī)模之間存在著短期的價格波動，在短期內(nèi)，GDP變動時，政府財政支出規(guī)模也會隨著一定的比率進行變動，雖然會出現(xiàn)這種短期非均衡的波動，但是由于誤差修正機制的存在，這種反向的調(diào)節(jié)機制將這兩個市場中偏離長期均衡的短期波動拉回到長期均衡狀態(tài)。

在GDP與政府財政支出的調(diào)節(jié)機制中，通常國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的增減會影響到政府的財政支出。在一般情況下，一方面，國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，會增加政府的投資，亦即增加了政府財政支出規(guī)模;另一方面，政府的財政支出規(guī)模不會隨GDP的增長而無限增長下去，這是因為當政府的投資增加時，會擠占民營投資，且國內(nèi)稅收也會因此增加，故政府的財政支出規(guī)模必須做出調(diào)整，以適應國家經(jīng)濟的發(fā)展。

作者簡介：張騰芳（1993-），女，漢族，湖南人，云南財經(jīng)大學財政與經(jīng)濟學院在讀碩士研究生。